華南理工大學(xué) 張綿純

上市高新技術(shù)企業(yè)研發(fā)費(fèi)用規(guī)模影響因素分析

華南理工大學(xué) 張綿純

一、文獻(xiàn)回顧

（一）國(guó)外研究 1954年，Dorfman和Steiner首次提出模型用于解釋企業(yè)研發(fā)費(fèi)用支出的影響因素，隨后Griliches、Schmookler、Scherer對(duì)市場(chǎng)規(guī)模這一重要影響因素進(jìn)行了分析，同時(shí)Scherer和Levin等人還發(fā)現(xiàn)企業(yè)擁有的技術(shù)機(jī)會(huì)和企業(yè)特有的技術(shù)專用型條件對(duì)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)有著同樣重要的作用。1992年Cohen和Klepper認(rèn)為R&D的關(guān)鍵影響因素是不易被觀測(cè)的，他們推測(cè)存在一個(gè)共同的隨機(jī)過程，決定著被他們稱為“不易觀測(cè)的與R&D相關(guān)的技術(shù)能力”的概率分布。ChangYang Lee（2002）追隨其研究，檢驗(yàn)并深化了Cohen和Klepper的結(jié)論。Shijun Cheng（2004）的研究中發(fā)現(xiàn)，公司R&D的投入與CEO的薪酬成正相關(guān)關(guān)系，引入了研究公司內(nèi)部治理機(jī)制對(duì)企業(yè)研發(fā)費(fèi)用投入影響的新視角。

（二）國(guó)內(nèi)研究 我國(guó)學(xué)者對(duì)R&D的研究角度及成果主要存在以下方面：第一，以中國(guó)科技年鑒數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，對(duì)R&D進(jìn)行計(jì)量和研究，如張海洋（2005）發(fā)現(xiàn)在控制自主R&D的情況下，外資活動(dòng)對(duì)內(nèi)資工業(yè)部門生產(chǎn)率提高沒有顯著影響。第二，關(guān)于跨國(guó)公司在中國(guó)的研發(fā)投資研究，如薛瀾等（2002）、沈玉芳等（2004）對(duì)于跨國(guó)公司在中國(guó)的R&D行為進(jìn)行了較廣泛的研究。第三，基于行業(yè)層面的研究，安同良、施浩（2006）對(duì)我國(guó)制造企業(yè)的R&D行為模式進(jìn)行觀測(cè)與實(shí)證，吳延兵（2006）也是針對(duì)我國(guó)制造業(yè)R&D與生產(chǎn)率間關(guān)系進(jìn)行了研究。第四，基于公司特征的研究如企業(yè)規(guī)模等因素。安同良等（2006）的研究表明，除行業(yè)因素以外，企業(yè)規(guī)模和所有制特征也是是影響我國(guó)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的重要因素，張杰等（2007）研究表明我國(guó)制造業(yè)中，普遍存在自主技術(shù)創(chuàng)新的規(guī)?！伴T檻效應(yīng)”。

本文對(duì)高新技術(shù)企業(yè)R&D行為的深入分析是建立在大量微觀數(shù)據(jù)的實(shí)證觀測(cè)基礎(chǔ)上。本文的創(chuàng)新點(diǎn)在于運(yùn)用大樣本、多變量觀測(cè)企業(yè)R&D行為機(jī)理，采用統(tǒng)計(jì)與計(jì)量分析方法，除了考察并觀測(cè)公司經(jīng)營(yíng)狀況這一傳統(tǒng)因素對(duì)企業(yè)R&D行為的影響外，還立足于公司治理機(jī)制角度，從微觀行為角度揭示出我國(guó)高新技術(shù)企業(yè)R&D活動(dòng)的真實(shí)機(jī)理。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）影響研發(fā)投入的因素及假設(shè) 具體內(nèi)容如下：

（1）影響研發(fā)投入的經(jīng)營(yíng)狀況因素。主要包括：

公司規(guī)模（SIZE）。公司規(guī)模越大，其抵御風(fēng)險(xiǎn)的能力越強(qiáng)，因此認(rèn)為作為風(fēng)險(xiǎn)性投入的R&D支出與公司規(guī)模呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。

資本結(jié)構(gòu)（LEV）。財(cái)務(wù)杠桿過高，將會(huì)抑制企業(yè)的研發(fā)活動(dòng)，并且考慮到債權(quán)人的限制以及避免對(duì)外披露研發(fā)項(xiàng)目的考慮，企業(yè)不太會(huì)通過貸款來(lái)進(jìn)行研發(fā)，而更傾向于利用自有資金進(jìn)行研發(fā)投入。

盈利能力（ROE）。由于研究開發(fā)活動(dòng)具有規(guī)模經(jīng)濟(jì)性，需要較大的資金支持，需要超額利潤(rùn)的支持，因此，企業(yè)盈利能力越強(qiáng)，技術(shù)創(chuàng)新投入越多。

現(xiàn)金流量能力（LIQA）。企業(yè)的金融資源狀況，會(huì)影響企業(yè)從事R&D活動(dòng)的傾向。金融資源的匾乏，會(huì)制約企業(yè)支持R&D活動(dòng)的能力。如果企業(yè)可以支配的自由現(xiàn)金流量充足將使得研發(fā)活動(dòng)成為可能。

（2）影響研發(fā)投入的公司治理機(jī)制因素。主要包括：

第一大股東持股比例（SHR1）。當(dāng)?shù)谝淮蠊蓶|的持股比例達(dá)到了絕對(duì)控股水平時(shí)，控股股東掌握了公司的控制權(quán)，隨著作為公司經(jīng)理人的控股股東持股比例的提高，所有權(quán)激勵(lì)將極大的降低代理成本，提高公司價(jià)值，本文假設(shè)在此期間，第一大股東的持股比例對(duì)公司價(jià)值提升的R&D投資有正向的影響。

股權(quán)制衡制度（SHR2-5）。擁有足夠股份的其他大股東可以在一定程度上限制第一大股東對(duì)其他股東的利益侵害，從而有利于公司整體價(jià)值的提升?？梢约僭O(shè)，股權(quán)制衡的存在會(huì)促進(jìn)有益于公司長(zhǎng)期價(jià)值增長(zhǎng)的R&D投資。

董事會(huì)結(jié)構(gòu)（ID）。執(zhí)行董事由于直接負(fù)責(zé)公司內(nèi)部業(yè)務(wù)的決策與執(zhí)行，掌握較多的內(nèi)部信息，能更準(zhǔn)確地評(píng)價(jià)公司的創(chuàng)新價(jià)值，也更可能從戰(zhàn)略和創(chuàng)新角度考慮公司的長(zhǎng)期經(jīng)營(yíng)與發(fā)展。預(yù)計(jì)執(zhí)行董事的比例與公司R&D支出成正向關(guān)系，獨(dú)立董事比例與公司創(chuàng)新活動(dòng)成反向關(guān)系。

兩職兼任（PLU）。當(dāng)管理者與董事會(huì)采取共同合作時(shí)，對(duì)于公司之后的績(jī)效會(huì)有提升的效果。即董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩職合一與公司R&D投資強(qiáng)度正相關(guān)。

股權(quán)激勵(lì)（IC）。高管是否持股與企業(yè)R&D投資正相關(guān)，說明對(duì)高管的股權(quán)激勵(lì)有利于增加公司的R&D投資。

（3）控制變量：借鑒以往的研究，本文以研發(fā)人員占職工總數(shù)比例（POR）和無(wú)形資產(chǎn)占總資產(chǎn)比重（INA）作為控制變量，變量及具體指標(biāo)及計(jì)算公式見表1。

表1 變量及相應(yīng)指標(biāo)計(jì)算公式

（二）模型設(shè)計(jì) 被解釋變量Y分別取為兩個(gè)比例式指標(biāo)：研發(fā)費(fèi)用與當(dāng)期營(yíng)業(yè)收入比值（RDGI）和研發(fā)費(fèi)用與期末總資產(chǎn)比值（RDA）。以往學(xué)者關(guān)于治理機(jī)制中關(guān)于第一大股東持股比例及股權(quán)制衡對(duì)研發(fā)費(fèi)用的作用方式有分歧-線性影響關(guān)系和U型影響關(guān)系。鑒于保證模型的穩(wěn)定性及可靠性，本文采用四組模型，分別引進(jìn)RDGI和RDA作為被解釋變量，引進(jìn)第一大股東及第二到第五大股東持股比例的一次方和二次方作為解釋變量，建立如下模型：

（三）樣本選取及數(shù)據(jù)收集 本文選取的樣本對(duì)象是2008年或之前在深滬兩市上發(fā)布被認(rèn)定為高新技術(shù)企業(yè)公告的上市公司，樣本數(shù)量為359家。從年度財(cái)務(wù)報(bào)表中，對(duì)被認(rèn)定為高新技術(shù)企業(yè)359家上市公司的2008年研發(fā)費(fèi)用進(jìn)行手工收集。

在359家高新技術(shù)上市公司中，有32.7%的企業(yè)沒有在2008年年報(bào)中披露研發(fā)費(fèi)用的支出。會(huì)計(jì)準(zhǔn)則對(duì)披露的科目沒有強(qiáng)制性的統(tǒng)一規(guī)定，使得企業(yè)披露研發(fā)費(fèi)用科目多種多樣。為統(tǒng)一研發(fā)數(shù)據(jù)來(lái)源以及盡量保留較多有披露研發(fā)費(fèi)用的公司，本文保留的155家上市公司披露研發(fā)費(fèi)用的科目包括：財(cái)務(wù)報(bào)表附注中的內(nèi)部研究開發(fā)支出、支付的其他與經(jīng)營(yíng)活動(dòng)有關(guān)的現(xiàn)金、管理費(fèi)用，董事會(huì)報(bào)告中的研發(fā)支出，因?yàn)檫@四個(gè)科目均能較好的反映企業(yè)當(dāng)期對(duì)研發(fā)的投入力度。剔除的公司包括：剔除無(wú)披露研發(fā)費(fèi)用的117家上市公司；剔除87家在其他科目披露研發(fā)費(fèi)用的上市公司。其他科目主要為專項(xiàng)應(yīng)付款，該科目主要為政府撥款，企業(yè)在此處反映的資金有可能是政府發(fā)放技術(shù)補(bǔ)貼、獎(jiǎng)勵(lì)金，存放在該科目一年甚至幾年都沒有實(shí)際用于研究開發(fā)。本文數(shù)據(jù)來(lái)源于巨潮咨詢網(wǎng)，聚源數(shù)據(jù)庫(kù)，國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)。

三、實(shí)證結(jié)果分析

（一）描述性分析 描述性分析結(jié)果如表2所示，這155家上市高新技術(shù)企業(yè)的2008年R&D平均接近4000萬(wàn)，但是不同的企業(yè)投入量的差異懸殊，因此在進(jìn)行進(jìn)一步數(shù)據(jù)分析時(shí)，剔除R&D最大的8家和最小的7家企業(yè)，保留140家企業(yè)，以消除極值的影響；我國(guó)企業(yè)的R&D占營(yíng)業(yè)收入比例均值約為2.3%，占總資產(chǎn)比例的均值約為1.3%，遠(yuǎn)低于發(fā)達(dá)國(guó)家的水平；類似的，研發(fā)人員占員工的比例與無(wú)形資產(chǎn)占總資產(chǎn)比例也是遠(yuǎn)低于發(fā)達(dá)國(guó)家水平；企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率、盈利能力和現(xiàn)金流量能力差異也是很明顯的；公司治理因素中，可以明顯看出我國(guó)一股獨(dú)大的現(xiàn)象，第一大股東持股比例均值約為35%，比例最大的接近80%；總經(jīng)理和董事兼任的公司比例不高，僅為26%，而且我國(guó)股權(quán)激勵(lì)制度推行不夠廣泛，在155家上市公司中，僅有8%的企業(yè)實(shí)施了股權(quán)激勵(lì)機(jī)制。

表2 描述性分析結(jié)果

（二）皮爾森相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn) 對(duì)描述分析中所列示的12個(gè)解釋變量進(jìn)行皮爾森相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)可知，一共有6對(duì)變量在5%的水平下顯著相關(guān)，但相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值均在0.22以下，不存在共線性問題；11對(duì)變量在1%的水平下顯著相關(guān)，除了兩組持股比例的一次方項(xiàng)與二次方項(xiàng)高度相關(guān)以外，其余的9組相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值均在0.39以下。因?yàn)槌止杀壤囊淮畏巾?xiàng)與二次方項(xiàng)置于不同的模型中，因此各變量之間不存在多重共線性問題。

（三）回歸分析 分別對(duì)兩個(gè)被解釋變量進(jìn)行多元線性回歸，回歸結(jié)果如表3所示。

表3 我國(guó)高新技術(shù)企業(yè)研發(fā)費(fèi)用影響因素多元回歸結(jié)果

（1）回歸分析結(jié)果。由表3可知：

第一，無(wú)論是RDGI還是RDA指標(biāo)，經(jīng)營(yíng)狀況對(duì)研發(fā)費(fèi)用投入線性關(guān)系顯著，治理機(jī)制對(duì)研發(fā)費(fèi)用投入的線性關(guān)系不顯著。從第一組與第二組，第三組與第四組的比較中看出，治理機(jī)制因素中持股比例的一次方與二次方對(duì)研發(fā)費(fèi)用的影響區(qū)別不大。

第二，在四個(gè)模型中，調(diào)整后的R方值均不高，表明仍有重要的因素沒有考慮到，結(jié)論與前人研究“R&D的關(guān)鍵影響因素是不易被觀測(cè)”相同，但是在應(yīng)用中不必對(duì)R方過分苛求，重要的是考察模型的經(jīng)濟(jì)意義是否成立。

第三，從殘差項(xiàng)是否存在序列相關(guān)的角度來(lái)看，RDGI指標(biāo)優(yōu)于RDA指標(biāo)。

第四，在所有模型中，所有解釋變量的VIF值均小于2，與前文的皮爾森相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果相同，即模型中不存在多重共線性問題。

第五，所有解釋變量中，僅有企業(yè)規(guī)模一項(xiàng)對(duì)研發(fā)費(fèi)用的影響顯著成立，但其參數(shù)估計(jì)值均為負(fù)數(shù)，與預(yù)期符號(hào)相反。

（2）回歸結(jié)果分析。對(duì)于上述的分析結(jié)果，相關(guān)的解釋如下：國(guó)內(nèi)外的研發(fā)費(fèi)用影響因素有很大的差異，生搬硬套國(guó)外研究中應(yīng)用的解釋變量指標(biāo)，對(duì)我國(guó)研發(fā)費(fèi)用影響因素的分析貢獻(xiàn)不大。在前文的描述性分析中可知，我國(guó)高新技術(shù)企業(yè)上市公司的研發(fā)水平差異較大，而且整體水平較國(guó)外而言較低。發(fā)達(dá)國(guó)家的高新技術(shù)企業(yè)更注重企業(yè)自身核心技術(shù)的發(fā)明創(chuàng)造，研發(fā)費(fèi)用受到企業(yè)自身的經(jīng)營(yíng)實(shí)力和內(nèi)部治理機(jī)制完善水平的影響效果明顯。

首先，我國(guó)高新技術(shù)上市公司中，中小企業(yè)研發(fā)費(fèi)用的投入力度更高，即研發(fā)費(fèi)用的投入與企業(yè)規(guī)模負(fù)相關(guān)。面對(duì)日益激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境，中小企業(yè)如果沒能加強(qiáng)自身的技術(shù)實(shí)力，容易被大企業(yè)所兼并收購(gòu)；而大企業(yè)而言，雖然投入的研發(fā)費(fèi)用也較大，但其研發(fā)費(fèi)用的投入增長(zhǎng)沒能超越企業(yè)資產(chǎn)增長(zhǎng)或營(yíng)業(yè)收入的增長(zhǎng)，大企業(yè)的業(yè)務(wù)規(guī)模擴(kuò)展得更快。企業(yè)的負(fù)債能力、盈利能力和現(xiàn)金流量能力雖然對(duì)研發(fā)費(fèi)用沒有顯著的線性影響關(guān)系，但可能以其他的函數(shù)方式產(chǎn)生作用。

其次，公司治理機(jī)制對(duì)研發(fā)費(fèi)用的影響不明顯，可能是因?yàn)椋憾聲?huì)結(jié)構(gòu)面臨政府不同程度的行政力量干預(yù)時(shí)，獨(dú)立董事的作用難以發(fā)揮，部分上市公司設(shè)立獨(dú)立董事的目的在于滿足國(guó)家相關(guān)法規(guī)的要求；兩職兼任及股權(quán)激勵(lì)在我國(guó)的普及程度沒有國(guó)外水平高；雖然我國(guó)公司一股獨(dú)大的現(xiàn)象明顯，但是缺乏遠(yuǎn)見的股東未必能夠做出增加研發(fā)投入這一有利公司長(zhǎng)期發(fā)展的決策；股權(quán)制衡制度影響受到第一大股東的牽制，未能發(fā)揮較好的作用。

再次，研發(fā)人員占員工總數(shù)的比例并未能作為解釋研發(fā)費(fèi)用投入的有力因素，可能是因?yàn)槲覈?guó)高新技術(shù)企業(yè)相對(duì)于國(guó)外來(lái)說，企業(yè)所采用的技術(shù)中購(gòu)進(jìn)的比例較高，而不是通過自身的研發(fā)投入形成的；我國(guó)的高新技術(shù)企業(yè)很多屬于制造業(yè)企業(yè)，公司的固定資產(chǎn)相對(duì)于無(wú)形資產(chǎn)來(lái)說比重較大，所以無(wú)形資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重作用效果也不明顯。

四、結(jié)論與不足

本文以我國(guó)上市的高新技術(shù)企業(yè)為研究對(duì)象，套用國(guó)外學(xué)者相關(guān)研究的經(jīng)驗(yàn)，研究公司經(jīng)營(yíng)狀況因素和公司治理機(jī)制因素對(duì)研發(fā)投入的行為的影響，結(jié)論與國(guó)內(nèi)外學(xué)者的研究結(jié)論存在差異：除了經(jīng)營(yíng)狀況因素中公司規(guī)模與研發(fā)費(fèi)用投入顯著負(fù)相關(guān)外，其他因素的作用均不明顯，原因在于我國(guó)高新技術(shù)上市公司面臨的營(yíng)運(yùn)環(huán)境與國(guó)外同類公司很不同，導(dǎo)致企業(yè)的R&D決策不盡相同。

本文研究的不足在于：由于企業(yè)披露研發(fā)費(fèi)用的不規(guī)范等問題，導(dǎo)致本文研究的樣本對(duì)象僅為140家高新技術(shù)企業(yè)上市公司，因此得出的結(jié)論有可能以偏概全，且本文截取的研發(fā)費(fèi)用數(shù)據(jù)來(lái)自四個(gè)科目，數(shù)據(jù)來(lái)源不統(tǒng)一；因155家企業(yè)來(lái)自17個(gè)行業(yè)，較為分散，本文并未研究行業(yè)因素對(duì)研發(fā)投入的影響。而且由于本文所研究對(duì)象已經(jīng)涵蓋了2008年所有的高新技術(shù)上市公司，并未能對(duì)樣本進(jìn)行預(yù)測(cè)性檢驗(yàn)。

［1］Griliches， Z， 1984， R&D ， Patents and Productivity，Chicago，University ofChicago Press.

［2］Scherer，1965，“Firm Size，Market Structure，Opportunity and the Outputof Patented Inventions”，American Econom ic Review（5），pp.1097-1126.

［3］Shijun Cheng，R&D Expendituresand CEO Compensation，The Accounting Review，2004，pp 305-328

［4］張海洋：《R&D兩面性、外資活動(dòng)與中國(guó)工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率增長(zhǎng)》，《經(jīng)濟(jì)研究》2005第5期。

［5］薛瀾、沈群紅、王書貴：《全球化戰(zhàn)略下跨國(guó)公司在華研發(fā)投資布局》，《管理世界》2002第3期。

［6］張杰、劉志彪、鄭江淮：《中國(guó)制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的關(guān)鍵影響因素研究》，《管理世界》2007年第6期。

（編輯 劉 姍）